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經濟增長貢獻率范文1
表示教育對經濟增長貢獻率的方法有多種,概括起來看,可以從估算以下四個方面的指標值入手①:(1)教育對新增國民收入額的貢獻比例,即由教育所帶來的國民收入的增加量(ΔYe)占國民收入總增加量(ΔY)的比例(ΔYe/ΔY)。(2)教育對國民收入增長速度的貢獻比例,即把教育當作一個生產要素,由教育這個要素投入所帶來的那部分國民收入的增長速度(ye)占國民收入總增長速度(y)的比例(ye/y)。(3)教育對新增勞動生產率的貢獻比例,即由教育所帶來的勞動生產率(勞動力的人均國民收入水平)的增加量(Δ(Y/L)e)占總勞動生產率增加量(Δ(Y/L))的比例(Δ(Y/L)e/Δ(Y/L))。(4)教育對勞動生產率增長速度的貢獻比例,即由教育這一生產要素所帶來的勞動生產率的增長速度(Se)占總勞動生產率增長速度(Sy)的比重(Se/Sy)。目前所見到的方法,主要是從前兩個方面入手來衡量教育對經濟增長的貢獻,下面主要介紹前兩方面的估算方法。
二、估算教育對國民收入增長額的貢獻率的方法
1.舒爾茨的教育投資收益率估算方法
在西方,舒爾茨被認為是就教育對經濟增長貢獻做定量分析的第一人。②柯布—道格拉斯生產函數(Cobb—DouglasProductionFunction)是西方眾多估算方法的根據,也是舒爾茨、丹尼森的估算方法的基礎,這里簡單介紹一下此函數。美國經濟學家道格拉斯和數學家柯布于20世紀30年代,在研究1899—1922年美國制造業勞動和資本對生產的作用時得出一個生產函數③。Y=AKαLβ其中,Y代表產出量;K代表資本投入量;L代表勞動投入量;A為不變的“效率系數”;指數α和β代表資本和勞動在總產量中的相對比重,且α>0,β>0,α+β=1。根據美國20世紀的統計資料估算出α和β分別約為0.25和0.75,表明這一期間,資本所得和勞動所得對總產出的貢獻率分別為25%和75%。參數α和β還可以稱之為產出關于資本和勞動的彈性。因為根據柯布一道格拉斯生產函數,存在著資本和勞動的邊際產量,分別為:Y/K=αAKα-1Lβ=α(Y/K),K/L=βAKαLβ-1=β(Y/L)。由這兩個式子得出α=(Y/K)(K/Y),β=(Y/L)(L/Y),α表示產出量的變動率與資本投入量的變動率的比率即產出的資本彈性,β表示產出量的變動率與勞動投入量的變動率的比率即產出的勞動彈性。舒爾茨以美國1929—1957年的數據為例,計算了教育對經濟增長的貢獻率。④第一步,計算1929—1957年國民收入增長額(ΔY)以及勞動力所創造的國民收入的余值增長額。ΔY等于報告期(1957年)國民收入(3020億美元)減去基期(1929年)國民收入(1500億美元),結果等于1520億美元。然后,求出1957年勞動力所創造的實際國民收入與按照1929年勞動生產率水平計算出來的1957年勞動力所創造的虛擬國民收入之差額,結果為710億美元。
其中勞動力所創造的那部分國民收入是通過總的國民收入乘以柯布—道格拉斯生產函數中的β值即0.75求得的。第二步,用反事實度量法,計算出1929年至1957年教育投資增量。首先計算1929年、1957年社會積累的教育資本存量。一定時期內教育資本存量計算公式:Er=∑ni=1Ci*Bi,其中,i為畢業生的教育等級或類別的數字代碼,n代表不同教育等級或類別的個數,Et為一定時期內全部教育資本存量,Ci為i級畢業生人均教育費用,Bi為具有i級學歷或類別的就業勞動力人數。其中的各級教育畢業生費用包括社會支付費用、家庭支付費用以及為上大學或中學而放棄的收入即教育機會成本。其次,計算1957年實際教育資本存量與按照1929年人均教育投資水平計算出的1957年虛擬教育資本存量的差額,把這一差額作為1929—1957年教育投資增量,用ΔKe表示(ΔKe=2860億元)。第三步,計算1929年至1957年間平均年教育投資收益率(r)。某級教育收益率(Ri)=(X2—X1)/Ci•100%其中,X2代表本級畢業生人均年均工資收入,X1代表低一級畢業生人均年均工資收入,Ci代表本級畢業生獲得本級教育學歷的人均教育費用。平均年教育投資收益率(r)=∑3i=1Wi•Ri,式中i分別取初等、中等、高等三個級別,Wi為權重,其值為某級教育投資占總教育投資的比重,Ri為某級教育投資收益率。
按此公式計算,美國1929—1957年初等、中等、高等教育占總教育投資的比重分別為28%、45%、27%,教育投資收益率依序分別為35%、10%、11%,總的平均年教育投資收益率∶r=28%×35%+45%×10%+27%×11%=17.27%。第四步,計算教育對國民收入增長的貢獻。公式為:Pe=(ΔKer)/ΔY,其中Pe為教育對國民收入增長的貢獻率,ΔKe為一定時期教育投資增量,r為一定時期內平均年教育投資收益率,ΔY為一定時期內國民收入增量。利用上述方法,舒爾茨計算結果為,1957年美國由教育所創造的國民收入占總的國民收入增量Pe=2860×17.27%÷1520≈33%,占勞動所創造的國民收入余值增長額(710億美元)的70%。舒爾茨沒有單獨計算高等教育對經濟增長的貢獻率,但是我們按照他的方法推算下去,用高等教育投資量占總教育投資的比例27%,乘以總教育資本增量(ΔKe=2860億元),求出高等教育資本增量(ΔKhe=772.2億元),再乘以高等教育收益率(11%)得84.942億元,這就是1929—1957年勞動者因接受高等教育所多獲得的收入,它占國民收入增量1520億元的的百分比為5.59%,,即1929—1957年高等教育對國民收入增長額的貢獻為5.59%。
我國學者曾采用舒爾茨的教育投資收益率估算方法,估算過我國特定時期的教育貢獻率。⑤但是這種方法在中國未必完全適合,因為它的理論前提是假定處于充分競爭的市場經濟條件下,其理論基礎是建立在西方經濟學的要素理論上的。西方經濟學的要素理論認為,勞動力所創造的邊際產品價值等于勞動力的價格,而勞動力所創造的邊際產品價值就是勞動力在生產上的貢獻,工資是勞動力的價格,因此,工資等于勞動力在生產上所作出的貢獻。于是便以不同教育程度勞動力起止年間工資收入差別,作為其計算起止年間教育投資收益率的依據。在中國,則不同,勞動力工資收入不是通過勞動力市場競爭形成的,計劃經濟體制下的“工資剛性”、“收入分配上的趨同性”、“收入來源的隱蔽性和多元化”、“勞動力部門所有制”等現象迄今依然存在,因而,工資收入基本上不能正確反映勞動力的市場價值和知識價值,也不等于他對國民收入的貢獻。在這種情況下,在我國采取舒爾茨方法計算出來的起止年間教育投資收益率可能很低,因而導致低估了教育投資對經濟增長的貢獻率。其次,舒爾茨計算教育投資收益率的方法也未必合理。即使在充分競爭的勞動力市場中,不同教育程度的勞動力的收入差別也不能全部歸因于教育程度的差別,如個人天賦、種族特權、家庭背景、社會機遇等都會直接影響收入,因此需要對收入差別進行折算,否則便高估了教育投資收益率。這一點丹尼森已經考慮到了,對工資收入差別用0.6做折算。再次,舒爾茨的方法并沒有涉及教育尤其是高等教育對經濟生活中的科技進步和制度創新的促進作用,當今時代的經濟增長很大程度上來源于科技進步和制度創新,忽視了高等教育對科技進步和制度創新的作用,便低估了教育尤其是高等教育對經濟增長的貢獻。
2.勞動力質量修正法
這種方法不是在生產函數中增加一個教育因素,而是在考慮教育對勞動力質量作用的前提下,通過某種簡化系數,使勞動力質量的提高轉化為勞動力數量的增加。通過計算一定時期內,由于教育的作用而增加的那部分勞動力所創造的國民收入量,占國民收入總增加量的比例,從而估算出教育對經濟增長的貢獻。1924年,前蘇聯經濟學家、前蘇聯社會科學院院士斯特魯米林發表了著名的論文《國民教育的經濟意義》,在世界上首次以工資為尺度確定勞動簡化系數,對勞動力質量進行修正,計量了前蘇聯20年代教育對國民收入的貢獻。⑥此后,前蘇聯學者科馬洛夫于1972年在《培養和使用專門人才的經濟問題》⑦一文中,根據受教育年限長短的不同,確定了具有不同教育程度的勞動者的勞動復雜程度系數,以此勞動復雜程度系數作為勞動力質量修正尺度,計算了前蘇聯1960年—1975年期間,整個教育對國民收入增長的貢獻為37.1%。前蘇聯學者C.Л.科斯塔年在《教育經濟學的對象與方法》一書中,則以教育費用的不同作為勞動力質量修正的尺度,計算了前蘇聯1965年—1970年教育對國民收入增長的貢獻率為18%。我國學者曲楨森以工作年總課時(等于某級教育畢業生受課的總時數×該級畢業生一生的工作年數)數作為勞動力質量修正尺度,采用類似科馬洛夫的計算程序,計算我國1952年—1978年教育對國民收入增長額的貢獻率為17.6%。
韓宗禮先生則以教育年限為勞動力質量修正系數,采用類似于科斯塔年和科馬洛夫的算法,分別計算了我國1964—1982、1964—1987年教育對國民收入增長額的貢獻。⑧有的學者以各級畢業生人均教育培養費用或人均教育成本的不同作為勞動力質量修正尺度。總的說來,除了質量修正尺度不同之外,上述勞動力質量修正方法基本上遵循下列相同的計算程序。第一步,確定勞動力質量修正系數(Li)。如科馬洛夫確定的系數:受初級教育的勞動者L1=1,初等教育以上L2=1.2,受7年教育L3=1.3,受8—9年教育L4=1.4,中等教育L5=1.6,中等專業教育和大專L6=1.9,大學本科教育L7=2.3。曲楨森確定的系數:具有小學程度勞動者L1=1,初中程度勞動者L2=1.49,高中程度勞動者L3=1.88,大學程度勞動者L4=2.37。第二步,分別計算基期與報告期平均勞動力質量修正系數(λ0、λt)。公式為:λt=ΣWitLit,其中,Wit為報告期受i級教育勞動者數量占總勞動力數量的比例;Lit為報告期受i級教育程度勞動力的質量修正系數。同樣,基期平均勞動力質量修正系數公式為:λ0=ΣWi0Li0。第三步,計算報告期與基期之間,由于提高勞動力教育程度所帶來的國民收入增加量(ΔYe)。公式為:ΔYe=YtLt(λt-1)/(Ltλt)-Y0L0(λ0-1)/(L0λ0)=Yt(λt-1)/λt-Y0(λ0-1)/λ0(1)其中,Yt、Y0分別為報告期與基期的國民收入,Lt、L0分別為報告期與基期的勞動力數量,λt、λ0分別為報告期與基期的平均勞動力質量修正系數。這是根據科馬洛夫和曲楨森的算法總結出來的計算公式。
根據科斯塔年算法總結出來的計算公式為:ΔYe=Y0(λt-λ0)/λ0(2)第四步,計算教育對國民收入增長額的貢獻?？岂R洛夫的公式為:ΔYe/ΔY=[Yt(λt-1)/λt-Y0(λ0-1)/λ0]/(Yt-Y0)。科斯塔年的公式為:Ye/ΔY=[Y0(λt-λ0)/λ0]/(Yt-Y0)=(λt/λ0-1)/(Yt/Y0-1)。韓宗禮的公式為∶Ye/ΔY=[(λt-λ0)Lt][Yt/(Lt(t)]/(Yt-Y0)=(λ0/λt-1)/(Y0/Yt-1)以上簡述了運用勞動力質量修正法,計算教育對經濟增長貢獻額的過程。這種算法仍有一定的缺陷。第一,無論是采用工資法、教育年限法、課時法還是教育費用法,確定勞動力質量修正系數或者叫做簡化系數,都有一定的主觀性。接受不同程度教育的勞動力在工資、教育年限、受課時數和教育費用上的差別,在多大程度上代表著勞動力質量上和勞動生產率上的差別,代表著復雜勞動與簡單勞動的比例關系,是一個難以證明的問題。因為現實生活中,大量存在著學非所用、大才小用或者學后失業不用的現象。前蘇聯學者和我國學者與西方學者相比,在經濟理論基礎上有差異,前者一般堅持的政治經濟學理論,認為一切新價值都是由勞動力創造的,資本不創造新價值,只是在生產過程中使其自身價值實現轉移。因此,在核算國民收入的增量時,把國民收入的增加主要歸因于勞動力數量和勞動生產率(包括勞動力質量)上的提高。從公式⑴和⑵中可以看出來。報告期與基期的(Ye的計算式子中并沒有乘以一個類似于柯布—道格拉斯生產函數中的β系數,但是這并不影響最終計算結果,因為如果乘以β系數,最終也會被約分掉的。后者則堅持西方國民收入核算理論(SNA),認為GNP(國民生產總值)和NI(國民收入)是由勞動、資本、土地這些生產要素共同創造的。第二,采用這種質量修正方法計算出來的教育貢獻率一般值都很大。原因在于假定修正系數或簡化系數與新創造的價值或勞動生產率有直接的因果聯系。勞動者提高的生產能力全部歸因于多接受的教育。事實上,這是不正確的。
三、估算教育對國民收入增長速度的貢獻率的方法
西方傳統的經濟學認為:國民收入的增長是勞動力、資本、土地三要素作用的結果,假設土地是固定不變的,假定技術變化率體現在資本存量的改進中,那么,投入轉化為產出的過程可以被描述為一個生產函數∶Y=Y(L,K)。那么,總的產出增長率應該等于投入要素勞動力增長率和資本的增長率之和。但事實上,國民收入的增長率大于勞動與資本的投入增長率之和,二者的差額被稱為余值增長率。究其原因,可能有多種,如科技進步、規模報酬遞增、勞動者質量提高、制度創新等,但余值增長率存在的根本原因,舒爾茨認為是人力資本投資,主要是教育投資,導致勞動生產率提高,進而導致國民收入快速增長。丹尼森則進一步尋找了導致余值增長率的各種因素(包括教育因素)及其各自的貢獻,并把最后無法解釋的余值增長率歸因于知識進展及其作用。按照丹尼森的觀點,勞動不僅有數量方面,且有質量方面的構成因素。如果把教育作為構成成熟勞動質量方面的一個因素,人均勞動小時數和同質工人的數量可以看作是勞動的數量方面因素。那么,Cobb—Douglas函數可以變為:Y=AKα(LE)β。式中,Y代表國民收入產出量,A代表技術水平,K代表資本投入量,L為不包含教育質量因素的勞動投入量,E代表教育投入量。對此式兩邊求對時間t的全導數,且兩邊同時除以Y,經過推導,可得國民收入產出增長速度模型:y=a+αk+βl+βe。其中,y代表國民收入年增長率,a代表年技術進步率,k代表資本投入量年增長率,l代表不含教育質量因素的勞動年增長速度,e代表教育投入量年增長速度,α、β分別為產出對資本、勞動的彈性。因此,教育對國民收入增長速度的貢獻可以表示為:ye/y•100%=βe/y•100%。(其中,ye代表由教育的作用所帶來的國民收入增長率,y代表國民收入總的增長率)。在上述模型的基礎上,計算教育對國民收入增長速度的貢獻的方法具有代表性的有兩種:一是美國經濟學家丹尼森(E.F.Denison)的教育量簡化指數法。二是某些學者所采用的勞動生產率指數法。
1.教育量簡化指數法美國經濟學家丹尼森于1962年出版的《美國經濟增長的來源和我們面臨的選擇》一書,是他進行經濟增長來源的分析和估計的第一本著作。1974年出版的《1929—1969年美國經濟增長的核算》一書,對他所使用的分析方法作了比較詳細的敘述。1985年出版的《1929—1982年美國經濟增長的趨勢》一書,進一步闡述了他的經濟增長因素分析方法。丹尼森在作經濟增長因素分析時,將導致經濟增長的因素進行分解,最多分解出23個因素,并將這些因素的投入量分為全部要素投入量和單位投入量的產出量(即要素產出效率)兩大類,教育被看作是全部要素投入量中的一個投入要素。1985年他對美國1929—1985年經濟增長的核算中得出,國民收入年均2.92%的增長率中,有0.4%歸因于教育的貢獻,這相當于教育對國民收入增長率的貢獻為:0.4%÷2.92%×100%=13.7%。我國學者史清琪、秦寶庭等采用丹尼森的算法計算了我國1952—1987年國民收入增長速度為6.76個百分點,其中教育占0.86個百分點⑨,教育對國民收入增長速度的貢獻為12.72%。丹尼森計量教育對經濟增長率(速度)貢獻的方法是:第一步,確定各教育年限的收入簡化指數。根據某年受不同教育程度的勞動者的年人均收入差別確定該年收入簡化指數。以受過8年教育的男性勞動力的年人均收入為100%,以此為標準,折算出其他不同教育年限程度者在收入上的相對百分比差別即收入指數,從而確定由于教育年限的不同所導致的年人均收入簡化指數上的差別。由于考慮到收入上的相對差別并不是全部由教育所導致的,假定同期收入差別中有3/5是由教育引起的,于是對收入簡化指數的差別進行調整,使其差別縮小為原差別的3/5。第二步,計算報告期年和基期年的教育量簡化指數(%)。某年教育量簡化指數(%)=Σ(該年某教育年限的收入簡化指數×該年同一教育年限勞動力數量占總勞動力數量的比例)。第三步,計算全期教育量指數增長系數(Ge)和每年平均增長系數(r)。全期增長系數Ge=報告期教育量簡化指數(%)-基期教育量簡化指數(%)。設基期年教育量簡化指數為100%,則報告期教育量指數增加到100%+Ge,設每年教育量指數平均增長率為r,采用水平法計算:1×(1+r)t=1+Ge,r=(1+Ge)1/t-1,(其中,t為報告期與基期之間相差的年數)。第四步,計算教育量增長導致的每年國民收入增長率(ye)。設工資在全期國民收入中的比例即產出對教育投入的彈性系數為β,則ye=βr。第五步,計算教育對國民收入增長率的貢獻(ye/y)。設國民收入全期年均增長率為y,則ye/y=βr/y•100%。此外,丹尼森認為知識進展所帶來的產出增長率中,只有3/5是教育作用的結果,因此應該把這3/5的部分加總到教育的貢獻中去。
經濟增長貢獻率范文2
關鍵詞：科技進步 經濟增長江蘇
我國經濟高速增長主要是由大量的資本注入、廉價的勞動力投入和高能耗推動的。粗放型的經濟增長方式雖然給經濟發展帶來了巨大的推動作用，但同時也讓我們付出了環境污染和資源浪費的代價?？茖W技術進步對于促進我國的經濟轉型具有重要的推動作用。測定科技進步對經濟增長的作用，是當前科技進步分析工作的重要任務之一①。眾多學者開始研究我國經濟增長中是否有技術進步、技術進步對我國經濟增長的貢獻度等問題②。測算科技進步、資本投入和勞動力投入對江蘇省經濟增長的貢獻率，可以了解江蘇省經濟增長的主要動力，找到薄弱環節，對于江蘇經濟的平穩轉型具有一定的參考價值。
一、模型闡述
目前關于科技進步對經濟增長貢獻率的測度方法主要有生產函數計量估計方法、增長核算方法和基于信息技術的增長核算方法③?？萍歼M步貢獻率測度方法使用最多的還是索洛余值法②。本文采用柯布－道格拉斯生產函數和索洛余值法對江蘇省的科技進步貢獻率、資本貢獻率和勞動力貢獻率進行測算。生產函數數學形式如下:
Y=AF（K,L）=AKαLβ （1）
其中是產出，K是資本投入，L是勞動投入，A是某一個時刻技術水平的一個衡量指標。α是資本投入的邊際產出彈性系數，β是勞動投入的邊際產出彈性系數。求全微分得：
dY/Y=dA/A+α（dK/K）+(dL/L) （2）
即索洛增長速度方程。用差分近似代替微分并進行簡單的變形，可得測度科技進步對經濟增長貢獻的方法—索洛余值法，科技進步率=ΔA/A
=ΔY/Y-α(ΔΚ/Κ)-β（ΔL/L）；科技進步貢獻率=(ΔA/A)/(ΔY/Y)；資本貢獻率=(ΔΚ/Κ)/(ΔY/Y)；勞動力貢獻率=（ΔL/L）/(ΔY/Y)。假設生產規模報酬不變，即α+β=1，整理得：
二、江蘇省科技進步貢獻率的實證研究
（一）變量選擇
1、產出量Y:地區生產總值（億元）；2、資本投入K:固定資產投資額（億元）；3、勞動力投入L:從業人數（萬人）；
（二）數據的收集整理
收集1991—2010（限于篇幅部分年份數據未列入表中）年江蘇省地區生產總值、商品零售價格指數、固定資產投資額、固定資產投資價格指數和從業人數等數據，并對地區生產總值和固定資產投資額進行價格調整以消除價格變動的影響，調整后的數據見表1中的前5列。
在R2.14.1軟件平臺下，對數據進行線性回歸，可得調整后的R2＝0.9949，F統計量為3736。從t值和相伴概率可知：常數項和α均通過顯著性水平為0.001的t檢驗；從擬合優度R2及F值可以看出，回歸方程中自變量和因變量間的相關關系是成立的，且回歸效果較好。得到的回歸方程為：
其中α=0.83213，lnA=0.91842。計算可得1992—2010年江蘇省科技進步率、科技進步貢獻率、資本貢獻率和勞動力貢獻率如表1中的后5列所示。
（三）數據分析
分析表明，1992—2010年間，江蘇省勞動力投入增長率比較低，最大值僅為1.10%，最低值為0.02%，平均值為0.54%；江蘇省資本投入增長率較高，平均增長率約為23.78%，最高值高達50.79%，2000年降至谷底，僅為6.09%，2000—2003年期間有短暫的持續上升，然后出現波動特征。江蘇省科技進步率波動比較大，最高為43.82%，但平均值卻為－4.11%，存在以3—4年為周期的波動規律?？赡苁怯捎谛枰Y金投入，科技進步為經濟增長發揮作用具有一定的滯后性，從科技研發到科技應用需要一定的周期，因此在短期內科技進步貢獻率可能為負值。
1992—2010年間，江蘇省資本貢獻率非常高，均值約為124.46%，最高達221.09%，最低也達到66.14%。江蘇省勞動力貢獻率相對較低，均值為3.23%。綜述分析可以得出：資本投入是江蘇省經濟增長的主要動力；科技進步對江蘇的經濟增長也起到重要的推動作用，但波動較大；勞動力投入對江蘇的經濟增長貢獻率較低。科技進步貢獻率對資本貢獻率有“抵消”作用的一種可能原因是：測算出的科技進步貢獻率中包含宏觀經濟調控等因素，政府為了限制經濟增長過熱的情況，往往進行調控，而這一部分“抵消”作用反應在科技進步貢獻率這一測算指標上。
三、結論
對江蘇省1992—2010年科技進步貢獻率進行測算，發現個別年份出現大起大落的波動情況，可能是由于測算出的科技進步貢獻率不是“純科技進步”且受到宏觀經濟政策調整或要素投入周期性影響的緣故。從資本貢獻率來看江蘇省資本投入是其經濟增長的主要動力。從勞動力貢獻率來看，其均值為3.23%，且相對穩定。勞動力投入對其經濟增長的影響比較微弱。從科技進步貢獻率來看，科技進步對江蘇的經濟增長也起到重要的推動作用。由此可見，目前江蘇省經濟增長的最主要動力是大量的資本投入，科技進步水平還需要進一步提升，只有這樣才能實現向集約式經濟增長模式的平穩轉型。
參考文獻：
①汪慧玲，王富貴．西部地區提高科技進步貢獻率的對策分析——以甘肅省為例[J]．工業技術經濟，2009（1）：112—115
②趙喜鳥，錢燕云．技術進步對經濟增長的貢獻度分析——基于長三角和珠三角5個地區的實證分析[J]．科技進步與對策，2012（2）：23—26
經濟增長貢獻率范文3
關鍵詞 ：天津市；高等職業教育；經濟增長；貢獻率
中圖分類號：G710 文獻標識碼：A 文章編號：1672-5727（2014）03-0005-04
《天津市工業布局規劃（2008—2020年）》顯示，天津市將大力發展航空航天、石油化工、裝備制造、電子信息、生物醫藥、新能源新材料、國防科技和輕工紡織優勢支柱產業，將天津打造成一個以戰略性新興產業為引領、裝備制造業為核心、優勢支柱產業為支撐的新型工業化體系城市。在這個新型工業體系建設過程中，需要大量的技能型人才，尤其是具有專業技術能力的創新型、復合型高級技術人才。這無疑為天津市高等職業教育的發展提供了前所未有的契機。
那么，天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率如何？天津高等職業教育發展存在哪些問題？如何應對經濟發展對高技能人才的迫切需求？本研究旨在通過定量分析天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率，揭示天津市高職教育發展存在的不足，以期為天津市未來的高等職業教育人才培養提供借鑒。
文獻綜述
目前，關于天津市高等職業教育與經濟發展之間關系的研究已取得一定的成果，但仍缺乏對天津市高職教育對經濟增長貢獻率的研究。在全國范圍來看，已經有一些關于其他省份的相關研究。例如，馬文君、高素芬（2012）對河北省2001—2010年間高職教育對經濟增長貢獻率的測算結果為0.83%；劉曉明、王金明（2011）采用2001—2009年的數據計算高等職業教育對浙江省經濟增長的貢獻率是1.21%；吳文輝（2010）計算1990—2008年高職教育對湖南省經濟增長的貢獻率為0.68%等等。這些已取得的研究成果的共同之處是測算過程中都包含了人力資本理論與柯布—道格拉斯生產函數，但因不同的研究者所用的具體計算方法及采集數據的方法有所不同，最后結果的可比性并不高。本研究采用丹尼森根據人力資本理論對柯布—道格拉斯生產函數進行變形的公式來測量天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率。
高等職業教育對經濟增長貢獻率的理論基礎
柯布-道格拉斯生產函數是由美國數學家柯布（C W Cobb）和經濟學家保羅·道格拉斯（Pall H Douglas）在20世紀30年代研究美國1899—1922年制造業的資本和勞動因素對生產的影響得出的。柯布-道格拉斯生產函數（Cobb-Douglas production function）的表示式為：
Y=AKαLβ
式中Y是工業總產值；A是綜合技術水平；L是投入的勞動力數；K是投入的資本；α是資本產出的彈性系數，β是勞動力產出的彈性系數；α>0，β>0，α+β=1，表明生產效率并不會隨著生產規模的擴大而提高，只有提高技術水平，才會提高經濟效益。
柯布-道格拉斯生產函數涵蓋了促進經濟發展的主要因素。但隨著20世紀60年代人力資本理論的創立，關于人類生產能力的認識進一步拓展，人們開始認識到柯布—道格拉斯生產函數的不足，即在原本的生產函數模型中并沒有考慮人身上的各種生產知識、勞動與管理技能以及健康素質等因素，只是簡單地把勞動力數量的增長作為勞動力的投入。人力資本理論對投入市場的勞動力從一個更加客觀、更加全面的角度進行了詮釋，使人們意識到影響經濟增長的重要因素中人力資本也占據著重要份額，勞動力綜合質量的提高能夠有效地促進經濟的快速發展，而教育在提高勞動力質量中發揮著主導作用。
在人力資本理論的基礎上，美國教育經濟學家丹尼森把教育因素引入到柯布-道格拉斯生產函數中，勞動力投入被認為是由初始勞動力（L）和教育投入（E）組成，柯布-道格拉斯生產函數可變式為：Y=AKα（LE）β，對上式兩邊求全導數，經過推導后可得國民經濟的增長模型為：
y=a+αk+βl+βe
式中y為經濟年均增長率；a為年技術進步率；k為資本投入量年增長率；初始勞動力投入的年均增長率表示為l；e為教育投入年增長率（通常用教育綜合指數年增長率代替）；α為資本產出彈性系數（代表資本在總產出中所占比重）；β為勞動產出彈性系數（代表勞動在總產出中所占比重）。由此，教育對經濟增長的貢獻率可表示為：Re=βe/y。其中，高等職業教育對經濟增長的貢獻率為：EgRe。
柯布-道格拉斯對1899—1922年美國經濟增長的研究得出勞動產出彈性系數為0.75，美國學者麥迪遜對1913—1984年西方六國的研究得出勞動產出彈性系數為0.7，我國學者在相關研究中也大多采用0.7的勞動產出彈性系數。故在研究2001—2011年天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率時，也將勞動產出彈性系數β取值為0.7。因為α+β=1，相應地，α取值為0.3。y的取值采用天津市GDP的年增長率。關于e的取值，由于個人勞動報酬的差異是由多種因素綜合決定的，而教育只是影響勞動報酬的因素之一，按照丹尼森等學者的常規算法，對依據勞動報酬計算出的教育綜合指數的增長率一般按0.6的折算系數進行折算。
天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率
根據公式Re=βe/y，計算天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率，需要資本產出彈性系數值、天津市教育綜合指數值、天津市經濟年均增長率三個數據。為了便于直觀地比較數據，下文中的計算結果均只保留小數點后兩位，計算過程依然采取原始數據。
（一）天津市教育綜合指數年增長率
具體測度方法為：將人均受教育年限與勞動簡化指數相乘得到各級教育的教育綜合指數。
從業人員人均受教育年限 利用公式Hi=Ni×∑fi測算天津市從業人員的受教育年限，其中，Hi為人均受各級教育的年限，∑fi為受本級及以上級別的教育比重之和。我國目前實行的學制有中小學、初中、高中、高職、本科、研究生，受教育年限分別是6年、3年、3年、3年、4年、3年，故取值依次為6，3，3，3，4，3。利用表1數據計算可得的取值。2001年和2011年天津市從業人員的人均受教育年限如表2所示。
勞動人員的勞動簡化指數 用勞動報酬法計算勞動人員的勞動簡化指數，從業人員年平均收入數據采用范靜波在2009年研究我國教育收益變動趨勢時使用的數據（如下頁表3所示），將用2003年數據折算的勞動簡化系數視為2001年的數據，同理，將用2008年數據折算的勞動簡化系數視為2011年的數據。
從業人員人均教育綜合指數年均增長率 根據公式E=∑（Hi×Li），計算從業人員人均教育綜合指數，其中E為人均教育綜合指數，Hi為人均受各級教育年限，Li為勞動簡化系數，計算結果如表4所示。采用幾何平均法計算教育綜合指數年均增長率，天津市2001—2011年教育綜合指數年平均增長率為：e2=（E2/E0）（1/n）-1=5.59%。其中n為終止年與起始年之間的間隔年限數。為剝離其他因素以相對準確地反映由受教育程度提高而帶來的勞動量增長率，對上述教育綜合指數增長率按0.6的系數進行折算，可得天津市2001—2011年間教育投入年增長率為e2=e2×0.6=3.35%。
高等職業教育在教育綜合指數增長率中的占比 按照統計學中綜合指數的編制方法，保持高職教育水平不變，2001—2011年高職之外的教育綜合指數年均增長率為4.93%，可得高職教育綜合指數年均增長率為0.66%，則2001—2011年間天津市教育綜合指數增長率中高職教育的占Eg比為11.77%（同理可得2001—2011年間天津市教育綜合指數增長率中本科教育的比重為25.11%）。
（二）天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率
設1978年的GDP為100，按照相應年份GDP指數采用幾何算數法計算2001—2011年天津市的GDP年均增長率y=15.51%，根據教育對經濟增長的貢獻率模型和高等職業教育對經濟增長貢獻率的計算模型，可得2001年和2011年天津市教育對經濟增長的貢獻率分別為15.13%和1.78%。同理可得天津市本科教育對經濟增長的貢獻率為3.80%。
結論與分析
（一）天津市高等職業教育發展處于上升期
從業人員人均接受高等職業教育的年限由2001年的0.22提高到了2011年的0.40；接受高等職業教育的從業人員的比重由2001年的7.2%增長至2011年的13.3%。這表明，在政策大力支持下，天津市高等職業教育在辦學規模、招生人數、教學質量等方面均取得了一定的進步。
（二）天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率有待提高
2001—2011年間，天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率為1.78%，本科教育對經濟增長的貢獻率為3.80%。天津市教育總體對全市經濟增長的貢獻率為15.13%，其中高職教育的貢獻占比為11.77%，還遠小于本科教育25.11%的占比。實際上，2001年受高職教育和受本科教育的從業人員占從業人員總量的比例分別為7.2%和3.4%，2011年則高達13.3%和12.4%，天津市從業人員中受高等職業教育的人員數高于受本科教育的從業人員數?？梢?，天津市高等職業教育質量有待進一步提升。同時，天津市高等職業教育增長的速度小于本科教育的增長速度。
接受高等職業教育的從業人員絕對數和比例均高于接受本科教育的從業人員，但高職教育對經濟增長的貢獻率卻低于本科教育。究其原因有二：其一，天津市的高等職業教育起步于上世紀80年代，現有半數以上的高等職業院校成立于2000年前后，基礎相對薄弱；另有部分學校主要沿用了普通本科院校的教學方式，尚未形成完整、獨立、個性化的教學體系，很多畢業生并不具備崗位所需技能，人才供需脫節。其二，高等職業院校專業設置不盡合理，教學質量有待提升，招生困難，生源質量堪憂。天津市濱海新區2009年高級技師的求人倍率是2.09，而本科畢業生在人才市場面臨的卻是從結構性剩余到絕對剩余。提升高等職業教育質量、吸引好生源是迫在眉睫的任務。
對策建議
按照國際勞工組織提供的發達國家的技工合理布局，高級技工應占技術工人總量的35%左右。數據顯示，2010年天津市高級技工及以上人數僅占到技術工人總體的10%，2011年天津市全部從業人員中受高等職業教育的比重僅為13.3%。雖然近10年高等職業教育迅猛發展，但現有高技能人才布局與發達國家相比仍然有較大的差距。2013年天津市最新的技能人才缺口信息顯示，現在全市有203個職業缺少技能人才，其中有69個職業的技能人才屬于非常緊缺狀態。
要提高天津市高等職業教育對經濟增長的貢獻率，在繼續擴大高等職業教育規模的基礎上，還必須提升辦學質量，對此特提出如下建議：
（一）政府主導增強高等職業教育的吸引力
一方面，改善高等職業教育畢業生的就業環境和工作福利，提升相應就業崗位對高等職業教育畢業生的吸引力；另一方面，鼓勵高等職業院校多元化投資辦學，吸引社會各界，特別是企業參與到高等職業教育辦學中來，提升企業等用人單位對雇傭高等職業院校畢業生的積極性。
（二）高等職業院校提升教學質量
目前，進入人才市場的高職生不只是數量不夠，更重要的是有一部分人在能力上不過關，動手操作能力差，根本沒有達到高職培養目標的要求。建議學校打破傳統的教學模式，根據具體情況進行個性化教學。學生的學習時限不要局限于3年，可以適當放寬。以西藏地區的職業院校為例，學生學習唐卡等專業技術時并不以3年為限，而是以學生真正熟練掌握一門專業技術為畢業準則。目前，天津市的二、三類產業都存在較大的高技能人才缺口，尤其是工業企業的發展，更急需高技能人才的支撐，高職院校要以此為具體參照來設定教學課程和培養目標，保證學校所授與學生就業時所需相一致。
另外，建議高等職業院校分層次培養人才。隨著高新技術產業的發展（譬如新能源、新材料），對高技能人才的需求也提出了各種不同的要求。因此，在人才培養過程中，可依據天津市當前一些重大改革發展項目對高技能人才的具體需求，在對學生進行高級技術基礎培訓的同時，對專業課程進行更加詳細的分層設置，讓學生在掌握基礎技能的基礎上根據需要和興趣學習更深層次的技術。
（三）“校企合作”提升人才供需的匹配度
根據《2013年度職業培訓成本及市場需求程度目錄》，圍繞該目錄中所列當前緊缺的二百多種技術人才，學校和企業聯合進行人才培養，充分發揮“校企合作”的優勢，打造結構合理、靈活多變、適合企業需求的人才培養模式。企業為高職學生提供最先進的實訓環境，以保障學生掌握最新的產業技術；學校按照企業要求對在職的初級技工進行高層次技術培訓。學校企業兩者結合，共同開創新局面。
參考文獻：
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經濟增長貢獻率范文4
區域人口發展的主要任務包括人口數量的控制和人口素質的提高，這兩個方面都會對區域經濟發展產生明顯的影響。改革開放30多年來，我國人口自然增長率從1978年的12‰下降到2012年的4.95‰，大專及以上文化人口比重由1982年的6.15‰增長到2010年的89.30‰，而同期國內生產總值增長了23倍。一方面，人口增長的有效控制緩解了人口過多對經濟、社會、資源、環境等所造成的壓力，促進了國民經濟的快速發展；另一方面，人口素質的提高推動了科學技術的進步，提高了勞動生產效率，為經濟的發展提供了智力支持。但是人口增長率的下降對經濟增長究竟產生了多大的影響？人口素質的提高對經濟發展的貢獻率究竟有多大？目前對這兩個問題少有深入的研究，還未引起足夠的重視。因此定量測算區域人口控制和人口素質提高對經濟增長的貢獻率，具有重大的理論意義和現實意義。
人口發展與經濟增長之間的關系一直是人口經濟學家研究的焦點，本文根據所分析問題的特點，對相關研究進行歸納，總結為三個方面：①人口與經濟發展之間互動關系的研究。Bloom等[1]研究了世界范圍內人口變化與經濟發展之間的關系，并討論了年齡結構的變化對各項政策和經濟增長的影響；張廣海等[2]運用區域重心和地理集中指數等方法，對山東半島藍色經濟區2000-2010年的人口和GDP數據進行分析，得出經濟區人口與經濟的耦合特征，并通過不一致指數對經濟區發展類型進行劃分；李新運等[3]通過構建經濟社會發展人口承載力指標體系，對山東省經濟社會發展的綜合人口承載力進行估算，并對人口承載力的盈余情況進行分析；鄭萌萌[4]突破人口老齡化負面影響的慣性思維，分析了我國未來勞動力變化趨勢對經濟轉型的推動作用，合理預計了我國未來勞動力的發展趨勢。②人口控制對經濟增長的貢獻率研究。李建民等[5]運用經濟計量方法，建立了人口—經濟運行動態模型，從人口作為消費者影響資本積累和作為勞動者影響生產兩方面入手，研究了中國人口生育率下降對經濟增長的貢獻率；此后周德祿等[6]又運用類似的方法，模擬得出人口控制條件下山東省宏觀經濟可能的發展狀況，然后將模擬結果與實際數據相比較，判定了人口控制對山東省經濟增長的貢獻率。③人口素質提高對經濟增長的貢獻率研究。蔡增正[7]將教育的全部作用與外溢作用模型化，然后分別估計它們對經濟增長的貢獻，研究表明教育對經濟增長的貢獻大而具實質性；劉林等[8]采用丹尼森和麥迪遜的算法，計算了中國1982-1990年間高等教育對經濟增長率的貢獻，發現中國的高等教育貢獻率非常低；蔡昉[9]從人口紅利的角度討論了人口因素對經濟社會發展的貢獻。
從已有研究看出：①有關人口與經濟發展之間互動關系的研究起步較早，近年來不少學者對二者的關聯關系、因果關系、數量關系等進行了各種實證分析，而有關人口控制和人口素質提高對經濟增長貢獻率的研究則相對較少；②通過建立聯立方程組模型來研究人口控制對經濟增長的貢獻率可以表示出互動關系，但主要分析的是變量之間的結構關系，在動態模擬方面明顯不足；③對人口素質和經濟發展水平的測度往往集中在人力資本對經濟增長的貢獻率測度，關于人口素質綜合指數對經濟發展貢獻率的研究則相對較少。
為了定量測算區域人口控制和人口素質提高對經濟增長的貢獻率，在已有研究的基礎上，本文分別提出了基于系統動力學模型的人口控制對經濟增長的貢獻率測算模型和采用擴展生產函數模型測算人口素質提高對經濟增長的貢獻率測算模型，并以濟南市為例進行實證研究，分別測算1978-1990，1978-2000、1978-2011三個時間段內，濟南市人口控制和人口素質提高對經濟增長的貢獻率，驗證測算方法的可行性。
二、研究方法
系統動力學作為主要進行仿真預測的分析方法可以很好的模擬不實行人口控制政策時的人口和經濟發展狀況，通過把模擬結果與實際的區域經濟增長狀況相比較，推導出區域人口控制對經濟增長的貢獻率；生產函數模型往往被用來定量分析和解釋經濟發展過程中各種生產要素的投入對經濟增長的作用，本研究通過對各項人口素質指標加權求和求出人口素質綜合指數，進而將其作為一個單獨的因子帶入生產函數模型，直觀的測度人口素質提高對經濟增長的貢獻率。
（一）人口控制對經濟增長的貢獻率測算方法
1.人口—經濟發展因果關系圖
人口—經濟發展系統動力學模型主要涉及到人口發展和經濟發展兩個子系統，雖然它們是不同領域的概念，各有其自身變化的客觀規律，但是作為一個完整系統的組成部分，各子系統及其內部眾多變量之間連鎖互動，具有復雜的因果關系。系統動力學認為系統可以抽象成具有多重反饋回路的機制，因果關系圖正是表示系統反饋結構的重要工具。
建立系統的因果關系圖，關鍵在于分析系統中的要素，以及要素之間的關系。因為本課題主要是模擬在不實行計劃生育政策下，即不控制人口數量時的經濟發展情況，所以人口發展子系統中，主要選取了能夠影響并反映人口數量變化的相關指標，如人口總量、出生率、死亡率以及機械增長率等。經濟發展子系統中，人口數量控制的目的就是促進社會進步、經濟又好又快的發展，目前大多以GDP來作為描述國家或地區經濟發展綜合水平的通用指標，同時在經濟增長中，資本也是重要的經濟要素，資本投入和積累決定著經濟規模，因此在經濟發展模塊中主要選取GDP、人均消費支出、總消費、總投資、固定資產投資、固定資產存量以及GDP增長率等能夠反映一個地區經濟實力和經濟發展潛力的變量。
人口—經濟發展系統具有比較復雜的因果關系：首先，人口數量本身同時受人口機械增長率、出生率和死亡率的影響，人口控制主要通過控制總和生育率來降低出生率，從而達到控制人口數量的目的。其次，人口可以分別從兩方面影響經濟增長。一方面從人是消費者入手，人口數量增加會消耗更多的資源，從而使得消費增加，在地區生產總值一定的條件下，消費增加，投資就會減少，通過固定資產存量又會受到投資的制約，因此固定資產存量與人口數量呈反方向變化；另一方面從人是生產者入手，假設從業人員占總人口數量的比例不變，則從業人員數量隨著人口數量的增加呈增長趨勢，從業人員的增加又會促進經濟的 增長，所以從這個角度講，地區生產總值與人口數量呈同方向變化。最后，經濟發展子系統內部固定資產存量與地區生產總值之間也相互影響，相互制約。地區生產總值通過影響投資而影響固定資產存量，固定資產存量的增加也會促進地區生產總值的提高。
四、結論及分析
本文分別提出了基于系統模擬的區域人口控制對經濟增長的貢獻率測算方法和采用擴展生產函數模型計算人口素質提高對經濟增長的貢獻率的測算方法，并以濟南市為例進行了實證研究，總體來講，本研究的主要結論可以概括為以下兩點：
1.研究方法是科學合理的，本文所提貢獻率測算模型均是在查閱大量文獻和相關書籍的基礎上，經反復討論確定的；以濟南市為例所進行的實證研究結果符合濟南市的實際發展狀況，是比較合理的，這也驗證了研究方法的科學性和適用性。
2.從濟南市的實證研究結果可知，人口數量的控制和人口素質的提高對經濟增長的促進作用是非常顯著的，且隨著時間的延長，貢獻率呈增長的趨勢。在現階段我國擁有13億多人口，資源環境壓力巨大的國情下，需繼續堅持計劃生育基本國策，在控制人口數量的同時，關注人口文化素質、身體素質和道德素質的全面發展，以應對未來時代的挑戰。
另外，本文的研究也存在一些局限性：人口—經濟發展系統動力學模型中考慮的因素仍然不夠全面，例如人口發展子系統中，在以后的研究中我們將進一步加入人口結構與人口分布等因素，經濟的增長也會相應受到環境、資源、科技和教育的影響；相關參數設置時的一些前提條件在實際中也不一定像我們假設的那樣樂觀，對于這個問題還有待開展進一步研究。
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經濟增長貢獻率范文5
摘要：職業教育通過推進技術進步、促進就業和提升人力資本來促進經濟增長。實證分析表明，職業教育對中山市經濟增長具有較明顯的促進作用，職業教育經費投入能夠較大幅度帶動GDP增長。因此，應加大公共財政支持力度，完善職業教育財政保障機制；拓寬辦學經費籌集渠道，健全職業教育多元化籌資機制。同時，也需創新職業教育體制機制，增強職業教育的經濟服務能力。
關鍵詞 ：職業教育；區域經濟；增長；貢獻率；中山市
基金項目：2012年度中山市教育科研課題“中山市職業教育對區域經濟增長貢獻率的計量研究”（項目編號：D12141）
作者簡介：萬偉平，男，中山職業技術學院職業教育研究所副研究員，主要研究方向為職業技術教育發展與評價。
中圖分類號：G710文獻標識碼：A文章編號：1674-7747（2015）04-0022-04
職業教育對區域經濟發展具有重要的推動作用，但其推動經濟增長的作用機理及對經濟增長的貢獻到底有多大，一般不為政府投資部門所洞悉。在多數情況下，政府對于職業教育投資的依據并不是職業教育對區域經濟增長具體貢獻的大小，而更多的是籠統地看有多少畢業生及其就業率等指標。近年來，由于政府部門對區域職業教育的經濟貢獻率沒有明確的量化認識，似乎看不到職業教育明顯的經濟貢獻，導致其投資意愿在不斷下降，大有將職業教育逐步推向社會的趨勢。這將不利于職業教育的持續健康發展。
到目前為止，已有研究對職業教育推動經濟增長的作用機理及其對經濟增長的貢獻關注甚少，亦未見相關深入系統的研究成果。通過對此問題的深入量化研究，將可為政府的職業教育投資決策提供一定參考。
一、職業教育推動經濟增長的作用機理
職業教育主要通過提升人力資本、促進就業、推進技術進步等方式來影響經濟增長。［1-2］
（一）職業教育通過提升人力資本來促進經濟增長
對經濟增長發揮根本作用的是專業化的人力資本。學校教育是獲取專業化人力資本的重要途徑，而以實踐性為主要特點的職業教育是獲取專業化人力資本的最直接方式之一。職業教育通過技術知識學習，尤其是傳授生產服務管理經驗和實踐技術能力來提升人力資本。
職業教育在向受教育者傳授科學文化知識的同時，更加側重培養其思想道德、職業素養和工作態度，訓練技術應用能力，使受教育者成為適應社會經濟發展需求的各類技能人才。國內外實踐表明，受過職業教育（特別是高等職業教育）的勞動者，更容易理解生產過程要求，能更好地運用新技術、新工藝和新設備，并擁有更好的團隊精神和協作意識。另外，職業教育還通過人才選拔和分配的功能將具有不同職業傾向、專業技能和綜合素質的人引向更加合適的職業崗位，通過勞動力合理配置優化人力資本結構，使其個性特征、素質技能與社會需要有機結合，充分發揮人的潛能，提高人才配置效益，為勞動力市場提供相匹配的人力資本，從而促進經濟增長。［3］
（二）職業教育通過促進就業來促進經濟增長
職業教育在本質上就是將教育對象培養成擁有具體崗位所需職業技能的勞動者，具有明顯的職業性。職業學校在教育培訓過程中，讓學員獲得某種職業素質、技能，樹立正確的職業道德觀，并最終讓學員能走向職業崗位。因此，職業教育的一項重要的經濟功能即是促進就業。
職業教育面向生產、服務、管理第一線，培養具備綜合素質和職業能力的技能型人才，不僅通過提升勞動者素質促進就業，而且可以改變人才類型結構和分布格局，使勞動力結構呈現不同崗位工種、不同技術水平、不同地域特征等差別，與經濟增長速度及經濟結構的變化相適應，從而有效緩解結構性失業；通過向下崗失業人員提供繼續教育與培訓，提高其知識與技能水平，提升勞動質量和效益，使其成為素質更高、實踐能力更強、具有良好職業道德和綜合素質的技能人才，盡早實現再就業；通過職業指導和就業教育轉變受教育者的就業觀念，避免或者減弱選擇性就業問題的發生。職業教育通過教育培訓，有效減少結構性失業，促進再就業，避免選擇性就業發生，為產業結構的優化升級提供技能人才支撐，從而促進區域經濟增長。［4］
（三）職業教育通過推進技術進步來促進經濟增長
職業教育在技術進步各階段（發明、創新、擴散和應用）都發揮著重要作用，在擴散和應用階段尤為明顯。它主要以三種方式來推進技術進步：（1）促進技術的推廣應用。職業教育通過知識傳授和技能培訓，把科技知識內化到勞動者身上，培養出掌握專門技術的勞動者，并借由勞動者的工作過程將潛在的技術轉化為現實的生產技術，將新技術、新工藝和新設備轉化為現實生產力。（2）技術再生產。職業教育通過積累和傳遞科技來發揮技術再生產的功能。它通過教育培訓使原來僅由少數人掌握的技術變為更多人所掌握，從而擴大技術傳播和使用范圍，實現技術再生產。（3）直接生產科技。職業教育（特別是高等職業教育）利用其自身的人才、資源、技術、信息等優勢，開展技術創造和發明，從而發揮直接生產科技的功能。職業院校基于和企業特有的業務聯系，可以將學校的人才智力資源直接輸入產業系統，充分發揮合作雙方的各自優勢，加速科技成果推廣和應用，促進區域經濟增長。［4］
二、職業教育對經濟增長貢獻的實證分析
（一）模型構建
根據柯布—道格拉斯生產函數，經濟增長取決于勞動力和資本的投入；根據人力資本理論，教育對經濟增長的貢獻在于教育促使社會人力資本的提升，從而成為經濟增長的源泉之一。基于上述兩方面考慮，本文采用王磊［5］（2011）所構建的模型，將柯布—道格拉斯生產函數表示為：Y=TPa（LH）b。
其中，Y為產出量，T為綜合常數，P為資本投入量，L為勞動力投入，H是社會人力資本投入，a為資本產出彈性系數，b為勞動產出彈性系數，a＞0，b＞0且a+b=1。
假設，H是教育投入E的函數，即H=E，因此，生產函數可以表示為：Y=TPa（LEλ）b。考慮到時間因素，生產函數進一步表示為：Yt=TtPta（LtEtλ）b。
對其兩邊取自然對數，并對時間t求全導數，然后用差分方程近似地代替微分方程，可得到勞動力、職業教育對區域經濟增長貢獻的模型：
Ct=b1/y，Ce=bλE/y
其中，Y為一定時期內的區域經濟年均增長率，L為勞動力投入平均增長率，C為勞動力投入對區域經濟年均增長貢獻率，Gt為職業教育的平均增長率，Ce為職業教育對區域經濟年均增長貢獻率。
職業教育是對區域經濟各部門和社會發展所需要的各類勞動者所進行的專業知識、職業技能的教育培訓。因此，根據職業教育這一內涵，職業教育對經濟增長的貢獻Yt=TtPta（LtEtλ）b可以分解為兩部分：（1）職業教育為經濟增長提供熟練的專業技能勞動者，即增加就業；（2）通過專業知識、職業技能的教育培訓可以促使社會人力資本增加。因此職業教育對經濟增長的貢獻可以表示為：Cv=Cev+Chv，其中：職業教育通過促進就業對經濟增長的貢獻率可表示為Cev=blvl/y；職業教育通過促進人力資本的增加對經濟增長的貢獻率可表示為Chv=bEvλE/y；lv表示職業教育對勞動力增長的貢獻率，Ev表示職業教育投入在整個教育投入中的占比。
（二）實證分析
1.數據來源與變量選擇。為了分析中山市職業教育對區域經濟增長的影響，并根據數據的可獲得性，本文選取2008-2012年中山市職業教育和社會經濟發展有關數據作為樣本。根據計量分析的需要，分別選取了國內生產總值（GDP）作為經濟增長Y的變量，社會固定資產投資作為資本投入量P的變量，區域社會就業人數作為勞動力投入L的變量，教育經費投入作為教育投入的變量，職業院校畢業生數占社會就業人數的比例作為勞動力增長的貢獻的變量。本文所有數據均來源于《中山市統計年鑒（2009-2013）》和《中山市教育統計公報）》。
2.回歸過程與結果分析。通過統計檢驗和比較，為更好地分析職業教育對經濟增長的貢獻率，本文采用變系數個體隨機效應模型。為計算職業教育對經濟增長的貢獻，根據Cev=blvl/y；Chv=bEvλE，/y應求出職業教育對勞動力增長的貢獻（lv）和職業教育投入在教育投入中所占的比例（Ev）。根據職業教育的內涵及數據的可得性，本文認為，職業院校畢業生可以作為成熟的勞動力直接投入生產，用職業教育對就業的年均增長代表教育對勞動力增長的貢獻（lv），用職業教育經費投入占教育經費的比例代表職業教育投入在教育投入中所占的比例（Ev）。依據前述推導和實證檢驗結果，計算出職業教育對經濟增長的貢獻（C=Cev+ChvG）。將有關數據引入EVIEWS6.0系統，可得如下回歸結果和有關數據（見表1）。
從回歸結果可以看出，本模型的擬合優度和顯著性水平均達到較高水平，說明中山市2008-2012年職業教育與經濟增長之間存在較為明顯的關系，而得到的回歸方程為：
lnY=–0.290259＋0.711126lnP＋0?135879lnL＋0.185327lnH
從回歸方程可以看出，中山市職業教育經費投入對國內生產總值的影響是正的，且顯著性水平較高，其產出彈性為18.53%,表明職業教育對經濟增長具有積極的促進作用，職業教育經費投入增加對GDP增長能夠產生較明顯效果（見表2）。
從職業教育通過促進就業對經濟增長的貢獻及其通過人力資本提升對經濟增長的貢獻來看，前者的貢獻要高于后者，分別為2.48%和0?53%。原因在于中山市經濟增長的影響因素中，除了資本投入對經濟增長的貢獻最大外，由于中山市勞動密集型產業比重較大，初級勞動力對經濟增長仍產生重要影響，職業教育通過促進人力資本提升來促進經濟增長的作用相對有限。因此，職業教育通過促進就業對經濟增長的貢獻要高于通過促進人力資本積累對經濟增長的貢獻。
3.Granger檢驗。上述回歸結果雖然表明職業教育對經濟增長具有明顯促進作用，但這并不能說明其中存在必然的因果關系，因此，還需要對職業教育與經濟增長之間是否存在因果關系進行檢驗。本文選取2008-2012年的數據，對lnY與1nH進行了Granger果檢驗。檢驗結果見表3。
三、結論及政策建議
從以上分析可以看出，lnY與1nH之間存在因果關系，即職業教育經費投入與區域GDP之間存在因果關系。所以，職業教育經費投入是影響經濟增長的顯著變量。［6］基于此，本文建議如下。
（一）加大公共財政支持力度，完善職業教育財政保障機制
1.強化財政支持在職業教育經費投入中的主體地位。中山市正處在工業化中后期發展階段，需要繼續加強人力資本投資，提高其對經濟增長的貢獻率。而目前中山市產業結構現狀也決定了需要大量技能型人才，因此，仍需要加快職業教育發展。職業教育是一種準公共產品，政府需要進一步明確其在職業教育經費投入中的主體地位，確保職業教育發展的基本經費需求。
2.改善職業教育財政撥款結構。需要妥善財政撥款中的專項經費、項目支出，適當增加一般性支出，減少政府在職業教育發展中不適當的干預，以提供給職業教育更大的自主發展空間。
3.加強公共財政經費支出監管。強化職業教育經費支出的財政監督制度，加強立法機關對政府貫徹職業教育政策情況的監督與審核，構建社會組織對職業教育發展的監督機制，確保職業教育財政預算得到切實執行。
（二）拓寬辦學經費籌集渠道，健全職業教育多元化籌資機制
1.充分發揮社會組織的籌資融資功能，完善社會資金支持職業教育的稅收優惠政策。建立多方籌資融資有效機制，放寬對有關社會組織的規制，引導鼓勵其積極參與發展職業教育。同時，要改革現行的企業與個人捐贈稅前扣除制度，拓寬準予稅前扣除的范圍，規范與放寬對社會性團體資格認證制度，簡化資格認證程序，對直接向職業學校捐贈的企業和個人適度予以所得稅前扣除。
2.進一步細化專業差異化學費制度。職業技能學習是一種重要的人力資本積累活動，且能夠給學生帶來預期收入，因此，職業教育收費具有其合理性。同時，不同專業學生畢業后從事的行業與職業不同，收入水平也會有所差異，因此，應完善職業學校分專業的差別化學費制度，合理分攤職業教育成本。［4］
（三）創新職業教育體制機制，增強職業教育的經濟服務能力
1.著力推進職業院校辦學體制創新，積極探索“公辦民助”、“民辦公助”等混合所有制辦學模式，以參股、租賃、捐贈等多種方式參與發展職業教育，支持公辦職業院校吸收民間資本合作辦學。出臺鼓勵、支持民辦職業教育發展的優惠政策措施，對民辦職業院校與公辦院校同等對待，對實力強、聲譽好的民辦職業院校予以重點扶持。推進職業教育集團化辦學，建立職業教育合作辦學長效機制，積極吸引重點行業企業參股職業教育集團，引導職業教育集團向緊密型、集約化方向發展，促進職業教育集團成員之間優勢互補、資源共享，努力提高辦學水平和效益。
2.適應產業轉型升級需要，建立完善專業建設動態調整機制。職業院?？膳c用人單位、行業企業合作，共同建立專業建設指導委員會，聘請企業、行業高級管理、技術人員等擔任成員，參與職業學校專業設置、教學計劃制訂與執行等人才培養過程。緊盯產業發展和行業發展趨勢，根據企業對人才規格的新要求，不斷充實新門類、新工藝、新技術，設置新的專業。從而將產業優勢轉變為專業優勢，使學生及時高效地將知識和技能轉化為現實生產力，推動區域經濟增長。
3.積極配合中山市做強做優先進制造業、大力培育戰略性新興產業、加快發展現代服務業等產業發展戰略的實施，加快生產、服務一線急需的技能型人才的培養，特別是先進制造業、現代服務業緊缺的高素質、高技能人才的培養。職業院校應主動與相關產業關聯企業開展深度校企合作，深入參與產業發展全過程，及時了解行業發展動態，把握人才需求趨勢，培養區域產業發展所需技能人才。
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經濟增長貢獻率范文6
[關鍵詞]制度變遷；市場化；經濟增長；旅游經濟
[中圖分類號]F59
[文獻標識碼]A
[文章編號]1002-5006（2013）07-0013-09
1、引言
中國自1978年以來的改革過程也是經濟運行體制的市場化程度不斷深化的過程，改革就是制度變遷，其實質也是經濟市場化，中國30余年的經濟高速增長主要是市場化制度變革的結果，改革是中國最大的“紅利”。新經濟增長理論認為，物質資本、人力資本和技術進步投入是經濟增長的直接原因，但制度決定論認為，制度才是經濟增長的根本原因，以科斯（coase）和諾斯（North）為代表的新制度經濟學派尤其關注制度對經濟增長的重要作用，其理論清晰且合理地解釋了正處于激烈體制轉軌期中國的諸多問題，在我國產生了廣泛的影響，得到國內學者的普遍認同，認為面向市場化的經濟體制改革對我國經濟增長具有決定性影響。同樣，處于經濟體制轉軌期及對宏觀環境敏感的中國旅游業，其自改革開放以來的快速增長明顯地與制度變遷相聯系，旅游管理體制的產生、發展、改革、創新是伴隨著市場化制度變遷而逐步演變，制度變遷釋放的能量是推進中國旅游業持續快速發展的重要動力，是增強區域旅游發展水平和產生區域差異的重要因素。
已有的研究主要從經濟基礎、資源稟賦、客源市場、地理區位和政府政策等視角探討中國旅游經濟增長及其影響機制，隨著市場化體制改革的推進和旅游產業的發展，制度及其變遷與旅游經濟增長的關系研究日趨擴展和深化。國外學者從不同層面探討了制度對旅游業的影響，并以前蘇聯、塞浦路斯和中國等政治經濟體制轉軌典型的國家為例，開展了制度變遷對旅游發展的實證研究。國內學者更關注我國宏觀制度變遷與旅游發展、區域旅游管理體制變遷與地方旅游發展以及制度對旅游企業、遺產保護等領域的影響研究，分析顯示，我國旅游產業屬性和地位的變化在很大程度上是各種政策法規發生變化而誘致，并不斷與市場化改革過程相適應的結果，形成了一種明顯的“權利下放、企業激活、市場強化”的制度演變與旅游產業成長的模式。然而，制度意義的寬泛且其作用往往交織和內化于其他增長因素中，致使制度的表征形態和衡量指標體系存在爭議，因而目前國內外關于制度對旅游經濟增長績效的研究成果存在多理論、少定量，多規范、少實證，零散研究多而系統研究不足等問題，表現如下：將制度作為影響旅游發展的宏觀環境背景和外在變量進行探討，間接探討制度與旅游發展的關系；雖然認識到制度因素是影響旅游經濟增長的重要內生變量，但由于制度變量難以衡量，在構建旅游經濟增長或旅游全要素生產率（total factorproductivity，TFP）的影響模型中，仍然忽略制度指標；也有部分學者用非國有經濟比重等變量表征制度變遷，將其與旅游經濟增長進行簡單的相關或回歸分析，測度制度變遷的旅游經濟績效，但這類指標無法涵蓋制度變遷的全貌，且研究很少將制度因素全面納入內生經濟增長模型中，系統分析制度變量對旅游經濟增長影響的內在機制，從而難以定量揭示制度對于旅游TFP和旅游經濟增長的貢獻度。
基于目前的研究成果，本文利用中國經濟改革研究基金會國民經濟研究所編制的中國分省市場化進程指數（以下簡稱市場化指數），以及各省市區的旅游企業面板數據，在傳統柯布一道格拉斯生產函數（Cobb-Douglas production function，C-D生產函數）的基礎上，構建旅游經濟增長模型，從時間與空間兩個角度剖析以市場化指數表征的制度變遷與旅游經濟增長的關系，考量制度變遷對旅游經濟增長的貢獻。
2、研究思路、方法與數據
2.1 研究思路
經濟增長研究表明，國家經濟增長的差異在很大程度上源于全要素生產率的差異，企業生產技術的進步和資源配置的改善帶來的效率提高是生產率提高的兩個最主要來源，拋開企業技術水平的差異，1992年以來，中國以建立社會主義市場經濟體制為目標模式，開始了系統的制度創新，所產生的新體制因素對經濟增長發揮著日益重要的作用。從旅游產業發展歷程看，旅游產業的市場化進程是在整個國家的社會經濟體制轉軌與改革的背景下進行的，并隨著市場經濟體制的建立與健全，市場機制在旅游產業中作為資源配置的基礎性作用得到了重視和強化，在旅游經濟增長中發揮著日益重要的作用。然而在考察體制改革與旅游經濟增長關系的實證分析中，關鍵是如何定量測度體制改革的變遷過程，傳統的資本、勞動等投入要素具有較好的可測性，且可以通過規范的統計資料查詢，制度本身就難以衡量，而旅游產業綜合性、交叉性的特點更使得旅游業的制度變遷內化于整個國民經濟體系之中，涉及社會經濟活動的幾乎所有領域，難以全面辨析和有效剝離。因而，基于中國仍然從計劃經濟向市場經濟轉軌的體制背景，制度變遷的實質也是經濟體制的市場化，市場化進程也體現了我國制度變遷的動態歷程和本質內涵。雖然使用市場化進程表征制度變遷具有一定的片面性和不完整性，部分學者也質疑其合理性，然而，考慮到我國體制改革的歷程、旅游產業的發展背景與旅游經濟特點，在沒有其他更好替代參數的情況下，市場化指數將不失為全面衡量制度變遷并分析其對旅游經濟增長作用的一個變量，可以較為合理剖析制度變遷與旅游經濟增長的關系。
樊綱課題組借鑒了國際上的經濟自由度指數，結合我國國情構造并計算了中國市場化指數，也是目前使用較為權威且得到學術界普遍認可的市場化指數，反映和衡量中國正處在由傳統的計劃經濟向市場經濟轉型的歷史性轉變過程中，而不是表示體制變遷的具體數值，這個指數使用基本相同的指標體系進行了持續測度，因為其具有橫向和縱向可比性，可以從較長的時間跨度考察制度變遷對經濟增長的貢獻和省際差異的影響。
2.2 研究方法
本文仍然采用了在經濟增長實證文獻中，經典而廣泛應用的C-D生產函數，即：
式（1）中，Yit表示第i省第t年的產出；Ait表示TFP，它是扣除資本和勞動投入對經濟增長貢獻之后的其他因素；Kit、Lit分別表示各省份的資本和勞動投入；α、β分別表示資本和勞動產出的彈性系數。TFP主要來源于技術進步和微觀效率提高，由于旅游企業主要是勞動密集型服務企業，本文主要揭示制度變量對旅游經濟增長的貢獻，因而不考慮企業生產技術的進步，此外，基礎設施的改善更能有效發揮市場化改革對經濟增長的積極作用，因此參考樊綱和王小魯等學者的研究成果，本文將全要素生產率定義為：
式（2）中，INit表示第i省第t年的市場化指數，TRit表示各省份的基礎設施水平，用標準道路里程與人口的比率來衡量。λi表示各省份的固定效應，表示不隨時間變化影響生產率的因素，εit表示隨機干擾項。將式（2）代入式（1），由于該模型包含參數非線性，對等式兩邊取自然對數，得到如下計量回歸模型：
2.3 數據來源與變量描述
基于數據的可得性和可比較性，并參考已有學者的研究成果，本文選取中國及各省納入全面統計報表的旅游企業作為研究對象。旅游企業營業收入作為產出衡量指標，旅游企業固定資產投資原值和從業人員分別作為資本與勞動投入，市場化指數作為制度變遷衡量指標。由于到目前為止，市場化指數的時間跨度只涵蓋了從1997年到2009年共13年，為了匹配這個時間序列，其他變量數據也僅選擇1997～2009年的數據。由于市場化指數數據的不完整，以及其旅游發展的特殊性，研究對象是中國內地除之外的30個省市區。我國30個省份的旅游企業總收入從1997年的1305.35億元增加到2009年的4520，82億元，年均增長10.91%；旅游企業總固定資產從2140.42億元增加到8275.89億元，年均增長11.93%；旅游企業總從業人員從135.54萬人增加到273.83萬人，年均增長6.04%；平均市場化指數從4.01提高到7.57，年均提升5.45%。此外，基礎設施涉及種類較多，部分類別缺乏數據以及類別之間難以直接加總，為使其數據具有可比性，以14，7的換算系數將鐵路里程與各省份的高等級公路里程合并為標準道路里程，然后計算了其與人口的比率，13年間全國每萬人的標準道路里程平均從19.2千米增加到37.99千米，年均增長5.85%。旅游企業數據全部取自《中國旅游統計年鑒（正副本）》（1998～2010），公路里程、鐵路里程和人口數據全部來源于《中國統計年鑒》（1998～2010）。
3、研究結果與分析
3.1 制度變遷與旅游經濟增長的動態關系
利用計量經濟學的方法，根據1997～2009年中國市場化指數和旅游企業收入的時間序列數據，探析制度變遷與旅游經濟增長的關系。圖1顯示，1997～2009年間，伴隨著我國市場經濟體制改革的持續推進，各省市區的旅游產業也取得了相應的發展，且旅游企業收入增長與市場化指數之間存在較明顯的正向關系，說明了市場化制度變革可能是旅游產業持續高速增長的重要原因。不同省份之間的區域差異仍然比較明顯，其中，13年間平均市場化指數最高和最低的分別是浙江（8.748）和青海（2.658），市場化進程最快和最慢的分別是寧夏（11.04%）和河北（3.2%）；平均旅游企業收入最多和最少的分別是廣東（517.656億元）和青海（4.306億元）。為避免由于數據的非平穩性所致的偽回歸現象，需進行相關檢驗，其實證檢驗主要包括3個步驟，檢驗均運用Eviews 6.0計量軟件進行分析。
（1）時間序列的穩定性檢驗。在時間序列分析中，數據的平穩性是決定回歸是否可靠的重要指標，而本文使用的時間序列數據受到有效樣本的制約，首先進行數據的平穩性檢驗。檢驗數據是旅游企業收入（Y）和市場化指數（IN），其中，收入變量取自然對數。選擇增廣的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）單位根檢驗法，采用赤池信息量準則（Akaike information criterion，AIC）確定滯后階數，檢驗結果顯示（表1）變量1nY和IN在1%的顯著水平上均不平穩，經過一階差分后，序列分別在5%和10%的顯著性水平上平穩，兩個變量都是一階單整序列，即I（1）序列。據此初步推斷變量lnY和IN間可進行數據協整檢驗和格蘭杰因果分析。
（2）E-G協整檢驗。根據E-G兩步法做協整檢驗，首先建立回歸方程：1nYt=β0+β1INt+μt。因為變量1nYt和INt都是同階平穩的，利用普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）對方程的回歸系數進行估計，結果如下：
然后對方程的回歸殘差序列做ADF單位根檢驗。結果顯示，殘差的ADF統計值是-3.083，并通過了10%的顯著性水平檢驗，殘差是平穩的，且方程擬合度較高，解釋力較強，回歸方程的設立比較合理，旅游企業收入與市場化程度之間存在協整關系，模型不存在謬誤回歸，進而理論上存在Granger因果關系。回歸方程系數是市場化指數與旅游企業收入間的彈性，即當市場化指數（IN）每增加1%，旅游企業收入（1nY）將提高0.318%，反映了制度變遷對旅游經濟增長的貢獻也是明顯的。
（3）Granger因果關系檢驗。上述分析反映了市場化和旅游收入增長存在穩定的均衡關系，但這種關系是否為因果關系，還需要進一步進行Granger因果驗證。按照AIC和施瓦茲（Schwarz criterion，sc）最小準則，通過計量軟件中的向量自回歸模型（vector auto regression，VAR），確定市場化指數與旅游收入兩個變量之間的最佳滯后期為3，檢驗結果顯示，在5%顯著性水平下，市場化指數是旅游企業收入增長的Granger原因，而旅游收入增長不是市場化進程的Granger原因，說明制度變遷對旅游經濟增長存在單向的格蘭杰因果作用關系。
3.2 制度變遷對旅游經濟增長的貢獻
利用Eviews 6.0軟件對式（3）進行回歸檢驗，由于本文的面板數據截面數遠大于時期數，因此模型估計采用截面固定效應模型，表2是回歸結果。由表2第1列的估計系數可知，資本、勞動和市場化的產出彈性分別為0.547、0.17和0.089，說明了1997～2009年期間，固定資產投入對旅游收入增長的貢獻最大，勞動投入次之，在保持資本和勞動投入不變的情況下，市場化每提高1個百分點，旅游收入將會增長8.91%。為了比較不同時期制度變遷對旅游經濟增長貢獻的差異，將研究期間分為1997～2002年和2003～2009年兩個較平均的時間段，第3列和第4列是兩個時期的回歸結果，顯示資本的正面效應較大幅度減弱，而勞動和市場化的正面效應顯著增強，其中，市場化的彈性系數由0.025提升到0.182，且在第一個階段，勞動和市場化的彈性系數沒有通過顯著性檢驗，作用并不明顯。此外，基礎設施的貢獻度也較大幅度增強。通過對兩個時段的市場化指數的統計分析，1997～2002年的市場化進程較為緩慢，6年間市場化指數年均提高0.23，而2003～2009年7年間，市場化進程明顯加快，年均提升0.32。這表明，隨著市場化進程的加速推進，市場化對旅游經濟增長的效應并沒有減弱，反而還在加強。由于1997年和1998年的市場化指數與之后年份的市場化指數相比，缺少部分分項指標，而1999年之后的各分項指標一致，又對1999～2009年進行了回歸檢驗，由第2列結果可知，市場化對旅游經濟增長的彈性系數為0.089，與第1列相比，變化微弱。
根據1997～2009年的固定效應回歸結果，用增長核算的方法對省際旅游經濟增長因素進行分解。表3分解結果顯示，資本、勞動和TFP對旅游經濟增長的貢獻分別為6.53、1.02和3.36個百分點，固定資產投資貢獻度達59.83%，說明資本對旅游經濟增長仍然起到最重要的作用，這個時期旅游收入的增長主要是依賴資產投資拉動，這與學者對我國國民經濟增長貢獻因素的分析結論較為一致，相比而言，勞動投入的貢獻度較小，為9.39%。在決定TFP的因素中，市場化、基礎設施和不可觀察因素對旅游經濟增長的貢獻分別為0.49、0.09和2.78個百分點，其中，市場化分別貢獻了TFP和旅游經濟增長的14.47%和4.45%，市場化對旅游經濟增長的貢獻顯著。需要說明的是，不可觀察因素的貢獻度達25.48%，說明還存在技術進步、人力資本的溢出效應等因素對TFP和旅游經濟增長的貢獻。
3.3 制度變遷對旅游經濟增長貢獻的區域差異
在制度變遷對旅游經濟增長貢獻分析的基礎上，進一步對各省份的市場化指數與旅游企業收入進行回歸，分析制度變遷與旅游經濟增長的空間關系，并將回歸系數與各省年均市場化指數、年均旅游企業收入、市場化變遷強度進行比較，表4是比較結果。
從傳統三大地域和省域來看，雖然4個指標之間呈現較大的區域差異，但市場化進程對不同區域旅游收入的增長都具有顯著的正效應，且表現為市場化水平與旅游企業收入之間、市場化變遷強度與回歸系數之間呈現正方向變化，而市場化水平與回歸系數呈現反方向變化，具體而言：市場化水平最高的東部地區（7.227），其旅游企業收入也最高（177.864億元），市場化水平最低的西部地區（4.398），其收入也最低（35.506億元），中部地區介于兩者之間，說明市場化水平越高的地區，其旅游經濟越發達；然而，市場化的邊際貢獻效應卻與此不一致，即西部地區市場化水平最低，但市場化變遷程度最強（6.54%），回歸系數也最高（0.642），東部地區市場化水平最高，但變遷程度最弱（5.13%），回歸系數也最低（0.338），說明制度變遷程度越強，其對旅游經濟增長的邊際貢獻度越高。位于三大地域的不同省份與所在地域的變化規律基本類似，浙江的市場化水平最高（8.748），旅游收入也僅次于廣東、北京，青海的市場化水平最低（2.658），收入也最低；反之，市場化變遷程度越強，刺激效應越強，雖然青海的市場化水平最低，但其市場化變遷強度（8%）在所有省份中僅次于寧夏，回歸系數達到1.039，位居第一。但個別省份也呈現特殊的情況，如平均旅游收入水平不高的海南?。?8.81億元），市場化水平也不高（5.382），市場化變遷強度也處于最后（2.79%），但其彈性系數較高（0.605），這可能與海南省的地理環境、特區背景以及旅游發展政策有較大關系，相比較于其他省份，雖然市場化進程較慢，但其市場體制的每次變遷對旅游經濟的刺激效應更強，旅游經濟效果也更明顯，這也注解了國家批準建設“海南國際旅游島”戰略的合理性。
不同地域和省份市場化水平、市場化變遷強度及其貢獻度的區域差異，一方面反映了相對于東部沿海地區，大部分中西部尤其是西部省份的體制更處于激烈的轉軌期，其體制的改進與完善對于旅游經濟的增長效應更加明顯，解讀了中央提出的“東部轉型”、“西部大開發”、“東北振興”及“中部崛起”等戰略的合理性，以望通過制度變遷，改善地區經濟發展的制度環境，引導區域發展，縮小區域差距。但同時也說明了，雖然東部沿海發達省份旅游經濟的發展初步獲取并驗證了改革的“紅利”，但已有的體制改革對于旅游經濟增長的邊際貢獻效應日趨減弱，我國目前遠未完成從計劃經濟體制向市場經濟體制的改革，仍然有相當多的制度使經濟增長和社會發展的交易成本居高不下，必須加強各方面的包括旅游業在內的體制改革，進一步釋放制度變遷的紅利，這也是我國尤其是中西部相對落后省份旅游經濟發展的后發優勢和潛力，制度變遷對旅游經濟發展的潛力仍然很大。
4、結論與討論
面向市場化的制度安排和制度結構的持續變遷是推動中國旅游經濟發展的重要力量。從1997年到2009年，中國制度變遷與旅游經濟增長存在穩定的協整關系，市場化是旅游收入增長的Granger原因，表明以市場化改革為導向的制度變遷對旅游經濟增長的作用較為顯著；進一步利用面板數據分析顯示，市場化對旅游經濟增長的貢獻達到年均0.49個百分點，市場化進程的推進促進了產權的多元化，改善了旅游資源配置效率，提高了旅游企業績效水平，這一時期TFP增長的14.47%和旅游經濟增長的4.45%是由市場化改革貢獻的；市場化進程對不同區域旅游經濟的增長都具有顯著的正效應，但市場化水平及其變遷強度在不同區域存在顯著差異，對區域旅游經濟增長的貢獻程度也存在不同，表現在市場化水平越高的地區，旅游經濟越發達，區域的市場化變遷程度越強，邊際貢獻度也越大。
